風(fēng)險態(tài)度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響
——基于CHFS微觀數(shù)據(jù)的分析

黃春凱 吳 剛 呂新月

（南京財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 江蘇南京 210023 ）

隨著我國經(jīng)濟(jì)逐漸轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，國民收入不斷提高，家庭成為金融資產(chǎn)的主要持有者之一。然而，我國家庭金融配置中風(fēng)險資產(chǎn)占比仍較低。據(jù)2019年《中國家庭金融調(diào)查報告》顯示，我國家庭財富中，70%以上為現(xiàn)金或銀行存款，股票等風(fēng)險資產(chǎn)持有率不足10%。研究如何提高家庭金融資產(chǎn)配置質(zhì)量，有助于家庭擴(kuò)展財富來源，促進(jìn)家庭部門共享金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展果實(shí)。

已有文獻(xiàn)從多種角度深入探究了影響家庭金融資產(chǎn)配置的因素[1]。例如，從外部環(huán)境角度出發(fā)，Wei等基于中國女性少于男性的實(shí)際國情，認(rèn)為有男孩的家庭為了使男性在婚戀市場上更具有優(yōu)勢，會增加儲蓄的比重，從而影響家庭資產(chǎn)配置[2]。從家庭內(nèi)部角度出發(fā)，余關(guān)元等指出家庭的區(qū)域性因素對于家庭金融資產(chǎn)配置影響顯著[3]。本文則基于行為金融學(xué)理論，認(rèn)為風(fēng)險態(tài)度作為一種心理狀態(tài)，可能會影響家庭參與金融資產(chǎn)配置，風(fēng)險偏好程度高的家庭更傾向于參與市場風(fēng)險?；诖耍疚睦肅HFS數(shù)據(jù)庫2017年數(shù)據(jù)，將風(fēng)險態(tài)度作為家庭配置金融資產(chǎn)的核心因素進(jìn)行考察，研究風(fēng)險偏好對家庭參與金融市場的概率。進(jìn)一步地，考慮到我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)格局，對城市家庭和農(nóng)村家庭進(jìn)行異質(zhì)性研究。本文的研究支持了行為金融學(xué)理論，對該理論在中國的家庭實(shí)踐進(jìn)行有益補(bǔ)充。

一、變量選取與模型設(shè)定

本文主要考察的是，隨著風(fēng)險偏好程度變化，家庭配置風(fēng)險性資產(chǎn)概率會如何變化。據(jù)此，本文被解釋變量為家庭是否配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)虛擬變量，其中活期存款、定期存款與現(xiàn)金為無風(fēng)險金融資產(chǎn)，取值為0，其余為風(fēng)險金融資產(chǎn)，取值為1。核心解釋變量為風(fēng)險偏好程度，參照以往文獻(xiàn)[4]，利用CHFS問卷中對風(fēng)險態(tài)度相關(guān)問題的回答，將取值設(shè)定為1到5，風(fēng)險偏好程度逐漸提高?？刂谱兞糠矫?，參照已有文獻(xiàn)[3，5]，選取戶主身體狀況、家庭總收入、家庭總負(fù)債、戶主受教育年限、戶主性別、戶主政治面貌、戶主年齡、戶主婚姻狀況以及戶主兄弟姐妹個數(shù)等控制家庭特征。同時，本文引入省份固定效應(yīng)用以控制地區(qū)差異對實(shí)證結(jié)果的影響。

考慮到被解釋變量依賴于解釋變量發(fā)生的概率，本文采用Probit模型[6]考察風(fēng)險性資產(chǎn)的配置與風(fēng)險態(tài)度的影響關(guān)系。Probit模型如式（1）所示。

P（Y=1|risk_prefer，X）=Φ（α0+α1risk_prefer+α2X+ε）……（1）

式（1）中，Y表示的是被解釋變量，即家庭是否配置風(fēng)險性資產(chǎn)的虛擬變量。risk_ prefer表示風(fēng)險偏好程度，X表示控制變量，ε為誤差項。Φ（·）為服從正態(tài)分布的累計函數(shù)。

二、實(shí)證結(jié)果分析

模型回歸結(jié)果如表1所示，其中第（1）和（2）列是僅將風(fēng)險偏好程度作為解釋變量進(jìn)行回歸，第（3）和（4）列為加入家庭特征控制變量。同時兩個回歸均引入固定效應(yīng)以控制省份間不可觀測因素的影響。根據(jù)表1第（1）列回歸結(jié)果，未控制家庭特征時，在1%的置信水平下，風(fēng)險偏好對家庭參與金融市場風(fēng)險資產(chǎn)配置概率具有顯著正向影響。風(fēng)險態(tài)度影響著家庭行為偏好，隨著風(fēng)險偏好程度遞增，家庭投資更易偏向于風(fēng)險性更高的金融資產(chǎn)，參與金融市場進(jìn)行資產(chǎn)配置。在加入相關(guān)控制變量后，根據(jù)表1第（3）列回歸結(jié)果，同樣地，在1%置信水平下，風(fēng)險偏好對家庭參與金融市場風(fēng)險資產(chǎn)配置概率仍有著正向影響。此外，從表1中還可以發(fā)現(xiàn)，身體狀況、總收入、受教育年限兄弟姐妹個數(shù)對家庭參與金融市場也存在著顯著正向影響，而家庭總負(fù)債、戶主性別、政治面貌、年齡、婚姻狀況在Probit回歸中系數(shù)不顯著。

表1 風(fēng)險態(tài)度對家庭參與金融市場的影響

我國城鄉(xiāng)之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面存在著顯著差異（余關(guān)元等），金融理念也各自不同?；诖耍疚睦贸青l(xiāng)子樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析，在各子樣本中對模型（1）進(jìn)行再次回歸，考察城鄉(xiāng)家庭之間風(fēng)險態(tài)度對家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)配置行為的差異性。回歸結(jié)果如表2所示，其中第（1）和（3）列分別為在城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本中進(jìn)行回歸的系數(shù)，第（2）和（4）列為回歸系數(shù)對應(yīng)的z值。從表2第（1）和（3）列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險偏好對城鎮(zhèn)家庭參與金融市場風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響系數(shù)仍然在1%的水平下顯著，但在農(nóng)村家庭樣本中，系數(shù)不顯著。這一現(xiàn)象可以從以下兩個方面予以解釋。首先，農(nóng)村家庭在進(jìn)行家庭資產(chǎn)配置時，需要考慮的因素和城鎮(zhèn)家庭有所不同，僅憑風(fēng)險偏好程度不足以讓其在金融資產(chǎn)中配置風(fēng)險資產(chǎn)，而更多考量家庭收入狀況、婚姻狀況等因素。其次，與城鎮(zhèn)家庭家庭相比，農(nóng)村家庭對金融風(fēng)險資產(chǎn)認(rèn)識不足，金融知識和金融素養(yǎng)較為缺乏，導(dǎo)致潛在的風(fēng)險資產(chǎn)需求難以轉(zhuǎn)化為實(shí)際需求。

表2 風(fēng)險態(tài)度對城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭參與金融市場的影響

三、結(jié)束語與建議

推動家庭廣泛參與金融市場資產(chǎn)配置，是金融改革促進(jìn)家庭部門提高收入的有效路徑。本文利用CHFS2017年調(diào)研數(shù)據(jù)，通過Probit模型研究了家庭風(fēng)險偏好對家庭參與金融市場的影響，并進(jìn)行了城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析。本文的研究結(jié)果表明，第一，風(fēng)險態(tài)度對家庭配置金融資產(chǎn)有著顯著影響，家庭收入、受教育年限等家庭內(nèi)部因素對于家庭配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)也存在重要影響。第二，家庭金融資產(chǎn)配置存在城鄉(xiāng)差異，由于農(nóng)村家庭欠缺金融知識，對風(fēng)險把控較弱，導(dǎo)致風(fēng)險偏好只對城鎮(zhèn)家庭的風(fēng)險資產(chǎn)配置概率產(chǎn)生影響，而農(nóng)村家庭則不顯著。據(jù)此提出以下政策建議。

第一，相關(guān)政府部門應(yīng)該加大宣傳，做好投資者教育工作，保障廣大家庭群眾了解不同種類金融資產(chǎn)風(fēng)險和收益，提高家庭尤其是農(nóng)村家庭的金融素養(yǎng)，保證在認(rèn)清風(fēng)險承擔(dān)能力的基礎(chǔ)上，進(jìn)行適當(dāng)?shù)娘L(fēng)險資產(chǎn)組合。第二，金融機(jī)構(gòu)要利用互聯(lián)網(wǎng)金融等科技金融，創(chuàng)新家庭風(fēng)險產(chǎn)品，為不同風(fēng)險偏好家庭群體設(shè)計多樣化金融產(chǎn)品，同時要在農(nóng)村地區(qū)積極推動普惠金融發(fā)展，主動為農(nóng)村家庭提供理財建議和資產(chǎn)配置方案。第三，要加大力度構(gòu)建多層次資本市場，積極打造規(guī)范、透明、開放、有活力的金融體系，降低家庭進(jìn)入金融市場的門檻，為家庭部門提供多元化風(fēng)險投資工具。